刘斌 王杏芬 何莉 李嘉明

一、引言

从最初南海事件引发对公司帐务查错纠弊的自愿审计，到政府监管介入导致年报的强制审计，直至中报强制审计、自愿审计和审阅的同时并存格局，独立审计便一直与会计信息形影相随。时至今日，作为政府监管重要手段的强制审计，不仅是多数公司会计信息披露的重要组成部分，更是所有上市公司年报不可或缺的鉴证标志。与目前强制审计的统驭地位形成鲜明对比的是，独立审计产生之初的自愿审计却已退居其次，只有在部分上市公司的中报中才可见其身影。然而，与年报的强制审计相比，中报的自愿审计应该能更真实、客观地反映公司内在的、自发的审计需求。从代理理论的角度看，它应该能更单纯地体现审计缓解所有者与管理层、债权人之间的代理冲突，降低代理成本，增加企业价值的监督与控制职能，即发挥部分公司治理的功能。从信号传递需求的视角看，那些自愿打上已审计“标签”的公司，其主要目的和最想要向市场传递的信息，无非是彰显其实力雄厚、经营有方、盈利能力强和财务状况优良等“良币”品质。同理，自愿审计也应该比强制审计更能反映股东的保险需求动机。但是，在不同的制度背景、不同的审计市场特征，以及政府管制相对薄弱的前提下，追逐利益最大化的审计师在给自愿审计的公司提供服务时，是否依然会保持其审计独立性，其服务结果——鉴证后的会计信息质量是否会显著改善，抑或自愿审计这种方式仅仅是上市公司进行盈余操控，甚至财务舞弊和损害中小投资者利益的一层“保护膜”？进而，在信息不对称的市场环境下，居于信息劣势地位的投资者，是否对前述供需双方合作的产品——会计信息深信不疑，并以此作为其投资决策的依据等等，都是目前企业理论、会计理论、审计理论和管制实践亟待厘清的问题。

然而，上述问题的真正厘清，只有在一个纯粹的自愿审计环境中才能得以实现，而我国近年来部分上市公司进行自愿中报审计的行为恰好为此提供了一个绝佳的研究契机。1993年12月17日中国证监会规定：拟送配股的上市公司，如果申请日期距年报超过6个月则必须后附经审计的中期报告，该规定的出台标志着强制中报审计的产生。紧随其后，我国资本市场也出现了自愿中报审计的现象，其比例在随后几年中不断上升，如郝殷慕、齐大庆和吴武蒂（Haw In-mu，Qi Da-qing和Wu woody，2003）的研究发现：我国1996—1999年中报自愿审计的比例分别为13.7%、27.7%、30%、30.6%。2001年国内外一系列审计失败案件的发生，导致政府管制的不断加强和审计目标及审计模式的嬗变，最终使得此后几年自愿审计公司的比例比以往年度有所下降，但从2006年开始又有所上升。虽然，每年我国中报自愿审计公司所占比例不大，纵向分布也有升有降。但是，其持续存在却耐人寻味：其需求动因何在？在我国买方审计市场和上市公司特有的股权结构等制度背景下，国外的研究结论是否适用于我国的具体国情？其审计后的会计信息质量如何以及经济后果怎样？所有这些都是市场参与各方应予关注的问题。

二、文献回顾

（一）自愿中报审计的需求动机研究。

纵观独立审计的起源，我们不难发现：公司对于独立审计的需求远在政府管制之前，这充分印实了詹森和麦克林（Jensen和Meckling，1976）、瓦茨和瑞姆曼（Watts和Zim-merman，1983）、瓦莱斯Wallace，1987，2004）的研究结论——是独立审计的经济角色而非管制因素创造了审计需求。具体而言，上市公司对独立审计的自愿需求主要来自三个方面：1、监督需求，即投资者聘用审计师监督管理者的机会主义行为，大股东为了缓解与中小股东之间的代理冲突而聘请独立审计师；2、信号需求，管理者聘请审计师以增加财务报表的可靠性，从而向外部投资者传递该公司为“优质产品”的信号；3、保险需求，企业一旦发生经营失败或审计失败，股东能向会计师事务所追偿部分损失（Wallace，1987）。

由于反映代理人努力程度的信息具有一定的不可观测性，对于利益各方而言，独立的外部审计活动可以使他们更好地了解自身的得益状况，并更好地判断代理人的努力程度。同时，斯考特（Scott，1984）也发现当代理人自感收益较低时，他们也会产生对独立审计的强烈需求。换言之，独立审计在此承担了监督契约执行情况和降低代理成本、减少代理冲突的重任。早在1982年，周（Chow）关于自愿审计监督需求的研究认为：自愿审计主要是为了减轻股东与管理者、股东与债权人之间的代理冲突及其代理成本。但其实证研究结论仅证实了股东与债权人之间的代理冲突，即公司负债率与自愿审计正相关。在此基础上，宜泰吉（Ettredgge et.al，1994）进一步证实了股东与管理者之间的代理冲突，即自愿审计需求与管理者持股比例正相关。

由于经营者和投资者之间的信息不对称，高素质的企业为了避免由此带来的逆向选择和“劣币驱逐良币”现象，并最终降低融资和再融资成本，从而有动机进行自愿审计。前述宜泰吉（Ettredgge et.al，1994）的实证检验结果还表明：盈利能力越强的上市公司越有动机进行自愿中报审计，从而进一步证实了自愿审计的信号需求假设。

此外，凯劳格（Kellogg，1984）认为，独立审计是否具有保险价值需要满足两个前提条件：第一，一国的法律应当保证信息使用者具有向审计师提起诉讼的权利；第二，审计师应当具有相应的赔偿能力。帕姆柔斯（Palmrose，1988）的实证研究发现审计师的诉讼与公司发生的经营失败相关，因而证实了自愿审计的保险需求假说。

在国外研究的基础上，我国学者杜兴强，周泽将（2007）利用深圳上市公司2002—2004年的自愿中报审计数据，对自愿审计的公司治理动因进行了实证检验，但仅发现：资产负债率和资产收益率与自愿中报审计正相关，而反映公司治理的所有变量，如独立董事比例、第一大股东持股比例、管理层持股比例、董事长和总经理的两职合一以及股权制衡因素均不显著。

（二）自愿中报审计的会计信息质量研究。

按照审计的监督需求理论，自愿中报审计可以抑制管理层的盈余操纵，因为中期报告如果不经审计，管理层操纵期间收益的机会会增多。为验证此假设，喻少华、张立民（2005）选取2003年进行了中报审计且收到标准无保留意见的上市公司数据，采用调整的截面KS模型检验了中报自愿审计公司的盈余管理水平，结果发现：自愿审计公司的盈余质量显著低于未审计公司。相反，陈玉清、郭传慧（2006）在对沪市A股上市公司2004年中报的可操控应计利润进行比较后发现：进行了中报审计的上市公司，其可操控应计利润显著低于未进行中报审计的上市公司，即进行了自愿中报审计公司的盈余质量更好。

综上所述，在中报的自愿审计方面，国外学者主要是研究中报自愿审计的需求动机，而国内学者主要是研究中报自愿审计后的会计信息质量，但是，对于与这两个问题相关且层次更深的经济后果研究则较少涉及。鉴于自愿审计的需求动机、会计信息质量及其可信性（投资者认为的会计信息质量），亦称经济后果或市场反应是一个完整的、不可分割的有机整体，它们之间存在一定的因果关系和“联动效应”，即自愿审计的需求动机会对会计信息质量产生影响，进而会计信息质量又会影响投资者的判断和投资决策，本文将自愿中报审计的需求动机及自愿中报审计后的会计信息质量纳入其经济后果的研究之中，并对其进行系统考察。因此，本文在此问题上的研究拓展不仅具有重要的现实意义，而且也具有较高的学术价值。

三、样本选取与模型设计

（一）样本选取。

2001年，国内外一系列审计失败案件的发生和我国政府管制的不断加强，在一定程度上导致审计师行业对审计风险的规避，这不仅可能会对该行业愿意提供自愿审计服务的数量产生影响，而且也可能对鉴证后的会计信息质量产生影响，进而最终导致投资者对会计信息的反应与以往相比也可能有所差异，因此本文选取的研究期间为2002—2006年。在此期间，我国沪深两市共有661家（次）上市公司进行了中报审计。由于中国证监会规定，中期报告除下列情形外可以不经审计：1、公司拟在下半年办理配股和公募增发申报事宜的；2、在中期拟定分红预案或公积金转增股本预案，并将在下半年实施的。剔除上述中报的强制审计情形后，共有436家（次）上市公司进行了中报的自愿审计。此外，本文还进一步剔除了ST（含PT）公司、金融类公司以及数据不全的公司，最终得到307个有效样本，其年度和市场分布见表1：

为检验中报自愿审计的需求动机、会计信息质量和经济后果，我们还为前述研究样本选取了相应数量的控制样本，其选取原则如下：首先对研究样本按年、按市场、按股票代码进行排序；其次对未进行中报审计的样本总体（已剔除ST（含PT）、金融类以及数据不全的公司）也按同样原则排序；最后根据研究样本出现的先后顺序，在未进行中报审计的样本总体中进行等距离抽样。

（二）模型设定与变量说明。

对于我国上市公司自愿中报审计的需求动机，首先本文结合经典的审计监管需求理论：管理者与股东（或其他利益相关者，如债权人）之间的代理冲突越严重，代理成本就越高，即出于减轻代理成本的需要，代理人有更大的动机聘请高质量的审计师（Palmrose，1984；Francis&Wilson，1988；Defond，1992；Craswell et al.，1995），在借鉴周（Chow，1982）年报自愿审计模型的基础上，考虑我国上市公司“一股独大”和“内部人控制”的特有现状，加入第一大股东持股比例及其平方作为衡量大股东与中小股东之间代理成本的替代变量，用以检验大股东持股比例与自愿审计需求之间是否呈正“U”型关系的论断，用资产负债率来检验由债务契约所引发的代理冲突越高，为降低代理成本，企业越可能进行自愿审计的假说，同时考虑影响公司治理的主要因素，如独立董事作用来考察其内部治理的动机；其次，审计的信息需求理论认为，上市公司为了融资或再融资，会向市场不断传递其资质优良、盈利能力卓越的信号，以吸引更多的投资者增加其企业价值，并击败竞争对手，从而达到强者恒强的目的。因此，本文用上年度是否陷入财务困境、上年每股收益和当期净资产收益率两个指标来表示其财务状况和持续盈利能力，并用上年度审计意见的类型表示对当期是否进行自愿中报审计的影响。对于第三大审计需求理论——保险需求理论，鉴于我国目前关于公司经营失败引发的对审计师的诉讼机制还不健全，因而，暂时无法验证，只有留待后续研究。此外，不同行业对自愿审计的需求动机可能有所不同，不同年度的需求动机也可能有所差异，我们又加入了行业、年度这两个控制变量来进行综合考察。

从直觉上看，无论是上市公司自愿审计的监管需求动机，还是信号传递动机，可观察到的只是其对会计信息质量的影响，而现实中能代表会计信息质量的变量，最具代表性的莫过于可操控性应计（代表盈余管理程度）和审计意见类型。虽然，盈余管理程度是决定会计信息质量的重要因素，但是完整的会计信息质量应该由企业制造的会计信息和外部审计的结果共同构成，会计信息质量的高低也由这二者共同决定。如果盈余管理程度很高，而且审计师又出具了标准的审计意见，那么可以推测其会计信息质量较低，反之亦反。事实上，在自愿中报审计的307家公司中绝大多数都被出具了标准审计意见，只有不到10家被出具了程度较轻的非标准审计意见。因此，我们剔除非标准审计意见的样本，建立截面扩展的琼斯模型。其中，用被出具标准审计意见样本的盈余管理程度表示因变量——会计信息质量，把是否进行自愿审计作为主要研究变量，并在以往研究的基础上加入董事长是否变更、董事长与总经理兼任情况等控制变量来考察管理层进行盈余操纵的客观条件。

如果上市公司有自愿审计的动机，并对会计信息质量产生一定的影响，那么投资者是否对此有所察觉，并在股价中得以充分反应，即自愿审计后的会计信息是否具有一定的经济后果，才是本文研究的主旨所在。基于审计产品特有的二重性（信息质量和信息可信性），即审计后的会计信息质量分别由审计师的监督强度和市场对前者胜任能力和独立性的感知决定，不难得到二者具有明显的经济后果的论断，而审计质量的经济后果是通过提高会计信息质量或者提高会计信息的可信水平间接体现出来，并最终影响契约的达成及其效率、资源的配置以及财富如何在各个利益主体之间的分配（Zeff，1978）。因此，我们在奥尔森（Ohlson）模型的基础上，特别加入了自愿需求动机、会计信息质量这两个研究变量来验证投资者对自愿中报审计的反应。其中，我们用中报公布日前后一天的累计超常收益率和公布日当天的超常收益率作为经济后果的替代变量，并在控制了每股净资产、资产负债率、公司规模等其他变量的基础上，考虑了中报披露时滞等因素对股价可能产生的影响。

根据上述设定的研究主题，本文拟建立如下三个模型来分别检验中报自愿审计的需求动机、会计信息质量和经济后果，其中：模型（1）主要用于检验中报自愿审计的需求动机，模型（2）用于检验中报自愿审计后的会计信息质量，模型（3）则用于检验中报自愿审计的经济后果。

相关变量的作用和经济含义如下：

1、因变量

AUDIT—自愿中报审计的哑元变量，进行了自愿中报审计取1，反之取0；

DA—操控性应计利润，表示会计信息质量（杜兴强、周泽将，2007）；

CAR—中报公布日前后各1天的累计超常收益率，表示自愿中报审计的经济后果，即市场反应，AR0的经济含义与此类似；

AR0—中报公布日当天的超常收益率。

2、测试变量

AGEN1—股东与管理层之间的代理成本变量之一，等于管理费用除总资产；

AGEN2—股东与管理层之间的代理成本变量之二，用高管（董事、监事及高管）持股比例替代；

SHARE—大股东与中小股东之间的代理成本变量之一，用第一大股东持股比例替代；

SQSHA—大股东与中小股东的代理成本变量之二，等于第一大股东持股比例的平方；

DEBT—股东与债权人之间的代理成本变量，用资产负债率替代；

ROE—信号传递假设的变量之一，等于净资产收益率；

LOSS—信号传递假设的变量之二，当上年末出现亏损时，取1，反之取0。

AUQUt-1—年报审计意见，标准审计意见为1，否则为0；

EPSt-1—年报的每股收益。

3、控制变量

SIZE—公司规模，等于总资产的自然对数；

INDIR-超出（或少于）规定的独董比例，等于[实际独董人数-取整（董事会人数的1/3）+1]/董事会人数；

TIM2002—2005—年度时间变量，若自愿审计属2002年度（或2003、2004、2005），设为1，否则为0；

H1-12—行业变量，按照中国证监会规定，将样本分为13个行业，其中传播与文化业和综合类样本数量较少，将两类合并后，共12个行业，因此设定11个虚拟变量；

TA—应计利润总额，等于中报披露的净利润减经营现金净流量；

OCF—经营活动现金净流量，等于经营活动现金净流量/总资产；

CHIRC—董事长是否变更，变更为1，否则为0；

PARTJ—董事长与总经理是否两职合一，是为1，不是为0；

EPS—当期每股净收益；

△EPS—当期每股收益与上期同指标之差；

ENS—每股净资产；

TD—公布时滞，为实际中报公布日与7月1日的差。

四、实证检验结果

（一）模型1的实证检验结果。

表2列示了中报自愿审计需求动机的Logistic回归结果：

表2表明，代表股东与债权人之间代理成本变量的DEBT、代表信号传递假设的两个变量ROE和LOSS、代表持续盈利能力和信息持续真实的两个变量EPSt-1、AUQUt-1都通过了10%或以上的统计显著性检验，且系数符号与预期一致。而其他测试变量均未通过显著性检验。另外，代表独立董事作用的变量与自愿审计正相关，且在1%统计水平显著，说明进行自愿审计的确是公司出于内部治理的需求，独立董事在推动自愿审计行为中起到了举足轻重的作用。

（二）模型2的实证检验结果。

由于模型（2）中，变量TA和OCF存在明显的多重共线性，故将其放在不同的回归方程中。有关中报自愿审计后的会计信息质量如表3所示：

表3表明，无论是方程1还是方程2，测试变量AUDIT均通过了5%或以上的统计显著性检验，且系数符号与预期相反，说明中报自愿审计后的会计信息质量更差，存在上市公司与会计师事务所合谋的可能。

（三）模型3的实证检验结果。

为了检验中报自愿审计的动机及会计信息质量的市场反应，在考虑当期每股收益（EPS）、未预期盈余（△EPS）、每股净资产和中报公布时滞等控制变量后，本文分别对中报公布日当天与前后一天的累计超常收益率和公布日当天的超常收益率进行了多元回归分析。由于自愿审计变量（AU-DIT）与会计信息质量（DA）之间存在较严重的多重共线性，因此，将其分别进行回归，结果见表4、表5：

由表4可以看出，无论是公布日当天的超常报酬率AR0还是公布日当天与前后一天的累计超常收益率CAR，都分别与自愿中报审计（Audit）以及自愿中报审计（Audit）与当期每股收益（EPS）、未预期盈余（△EPS）的交互项都通过了10%或以上水平的统计显著性检验，且系数符号都为正。

表5的检验结果表明，除了自愿中报审计（AUDIT）与当期每股收益（EPS）和未预期盈余（△EPS）的交互项通过了10%或以上水平的统计显著性检验外，无论是公布日当天的超常报酬率AR0还是公布日当天与前后一天的累计超常收益率CAR，都与自愿中报审计的会计信息质量（DA）无关，即未通过统计显著性检验。

五、进一步讨论

由前述实证检验结果，我们不难得知：（1）在中报自愿审计需求动机模型中，通过检验的测试变量仅仅包括股东和债权人之间的代理成本变量和反映信号传递假说的两个变量，而反映股东与管理层之间代理成本的两个变量以及反映大股东与中小股东之间代理成本的两个变量都未通过显著性检验；（2）与国外的实证检验结果不同的是，经过自愿中报审计的公司其会计信息质量比未审计公司更差；（3）上市公司进行自愿中报审计的市场反应为正，但自愿中报审计后的会计信息质量对市场反应则没有显著影响。本文拟就此结合我国特有的制度背景展开进一步的讨论和分析：

（一）在我国转型经济时期，上市公司的“一股独大”现象还相当普遍，其管理团队主要来自于大股东的委派，在这种情况下国内未能形成一定规模的、有效的经理人市场。因此，股东（特别是“一股独大”的大股东）与管理团队之间不存在明显的利益冲突，二者之间的代理成本不大，故反映股东与管理层代理成本的两个变量未能通过统计显著性检验实属情理之中。由于我国中小投资者的法律保护制度还很不完善，“一股独大”的大股东和“内部人控制”的管理层损害中小投资者利益的事件也时有发生，并且事后也不能得到有效赔偿，故反映大股东与中小股东利益冲突的两个测试变量均未通过显著性检验，再次说明了我国上市公司大股东蔑视中小股东利益的行为已达到肆无忌惮的程度。相反，随着我国银行法规的逐步完善，各商业银行也越来越强调其贷款风险防范，在银行风险意识日益提高的今天，众多商业银行已开始引入贷款违约的法律责任追究制度，作为债务人的上市公司及其控股股东，不得不为降低债务代理成本而作出努力和让步，故反映股东与债权人代理成本的资产负债率变量通过显著性检验也是情理之中的事。

（二）前已述及，在中报自愿审计的需求动机中，反映信号传递假说的两个测试变量均通过了统计显著性检验，这充分说明中报自愿审计具有强烈的信号传递动机。由于甄别信号和信号传递内容的一致性不仅需要具备相当高的专业技能，而且还需要花费大量的时间和精力，而广大中小投资者往往不具备这方面的技能和条件，相信作为被大股东控制的上市公司高管层对此是能够做出理性预期的。在此背景下，大股东及其高管层有进行期间盈余管理的动机和先决条件。另一方面，在我国审计市场的买方格局还尚未被打破的情况下，进行中报的自愿审计对会计师事务所来说也应该是一笔“飞来的横财”，故会计事务所有放松其审计监管乃至曲意迎合公司的需求并与之合谋的动机；加之自愿审计的中报结果即使存在严重的盈余管理，只要伴随其后的年报审计仍由该事务所进行，它也还有改进的机会，故中报自愿审计的会计信息质量较差也在预期之内。

（三）在我国资本市场还不十分成熟的今天，投资者特别是中小投资者的幼稚和无知是一个不争的事实。这样的先天不足，使得投资者虽然可以观察到管理层向市场传递的中报自愿审计信号，但却无法识别其中报审计后会计信息质量的高低，因而只能对表象的东西加以反应，而对深层次的内涵则无所作为，故中报自愿审计的市场反应为正，而中报自愿审计后的会计信息质量对市场反应则无显著影响。

六、结论及启示

本文研究了2002—2006年我国上市公司进行自愿中报审计的需求动机、会计信息质量和经济后果。通过样本选取、模型设定、实证检验和问题讨论，我们不难得出以下结论：

（一）债务代理成本越高、盈利越好的公司越愿意进行自愿中报审计。在自愿审计的三大需求动机假说中，由于保险假说在我国现阶段还没有存在的现实基础，同时也无法取得足够的研究样本，因此无法加以证实；而另外两大需求动机假说中，本文证实了股东与债权人之间的代理冲突假说和信号传递假说。关于股东与管理层的代理冲突假说，本文认为：由于中国上市公司“一股独大”的特殊背景，该假说在我国现阶段也缺乏存在的现实基础。

（二）自愿审计公司的会计信息质量低于未审计公司。在国内外的已有研究文献中，中报自愿审计的会计信息质量可以说是众说纷纭。结合我国审计市场的买方格局，本文更倾向于中报自愿审计后的会计信息质量更差这一研究结论，究其原因已如前述。

（三）中报自愿审计的市场反应为正。本文将自愿中报审计及自愿中报审计后的会计信息质量纳入其经济后果（市场反应）的研究之中，在对三者进行系统考察后发现：中报自愿审计的市场反应为正，但自愿中报审计后的会计信息质量对市场反应则没有显著影响。

结合前述研究结论，和2007年中报自愿审计公司的比例显著高于往年的现象，本文认为：应该加强对自愿中报审计行为的规范，以保证自愿中报审计的会计信息质量并维护广大中小投资者的应有权益。

（《经济科学》2008年第3期 略有删节）